Informacje na temat zauważonych błędów proszę przesyłać na adres mycielski@wne.uw.edu.pl

Wzory

str. 22, 3 linia od dołu (dodał PS)

• jest {$\hat{y_i}=x_1 b_1+x_2 \beta_2+\ldots +x_k b_k$}
• powinno być {$\hat{y_i}=x_1 b_1+x_2 b_2+\ldots +x_k b_k$}

str. 31, punkt 2.10., (dodał PS) Zapis niekonsekwentny. Jeśli {$TSS>0$} i {$RSS>0$} to dalej nierówności powinny być ostre. Jednak ja proponuje napisać, że {$TSS>0$}, ponieważ {$TSS=0$} oznacza zerową wariancję zmiennej zależnej i nie ma sensu budowanie modelu, a {$RSS \ge 0$}. Wtedy też można dzielić przez TSS (wiersz 2 gi od dołu).

str. 37, wzór 2.A.2, (dodał PS) znaki "prim" przy dwóch wyrażeniach po lewej stronie są zbędne.

str. 56, ostatnia linia, (dodał TM)

• jest {$g(x,1)=....$}
• powinno być {$g(x,-1)=....$}

str. 87, 2gi wzór od dołu, (dodał PS)

• jest: {$\sigma(X'X)^{-1}+ \sigma D'D$}
• powinno być: {$\sigma^2 (X'X)^{-1}+ \sigma^2 D'D$}

str. 88, 3 linia od końca, (dodał TM)

• jest: {$M_X X=(I-X(X'X)^{-1}X')X=X'-X'=0$}
• powinno być: {$M_X X=(I-X(X'X)^{-1}X')X=X-X=0$}

str. 91, przykład 4.6, linia 3, (dodał TM)

• jest: {$df=42-3=39$}. Estymator {$s^2=.102/39=0.0026$}. Estymator {$s=\sqrt{0.0026}$}
• powinno być: {$df=42-4=38$}. Estymator {$s^2=.102/38=0.0027$}. Estymator {$s=\sqrt{0.0027}$}

str.93, pkt. 4.4.2, drugi wzór, (dodał SC)

• jest: {$E(e_f)=E(y^_f-y_f)=x_fE(b)-x_f\beta=x_f\beta-x_f\beta.=0$}
• powinno być: {$E(e_f)=E(y^_f-y_f)=x_fE(b)-x_f\beta=x_f\beta-x_f\beta=0$}

str.98, 17 wiersz od góry, dodał (PS)

• jest: oszacowany współczynnik wynosi 0,008 ale błąd standardowy jest 20 razy większy (0,017)
• powinno być: oszacowany współczynnik wynosi 0,008 ale błąd standardowy jest 2 razy większy (0,017)

str. 104, linia 2, (dodał TM)

• jest: ..., przyjmując {$a=0$} oraz ...
• powinno być: ..., przyjmując {$a=\beta_{k}$} oraz ...

str. 107, drugi akapit, druga linia (dodał JM)

• jest: przy założonym poziomie ufności {$\alpha$}
• powinno być: przy założonym poziomie ufności {$1-\alpha$}

str.107, ostatni od dołu, (dodał SC)

• jest

{$Pr\left(\| \frac{b_{k}\mathbf}\beta_{k}}{\widehat{se}\left(b_{k}\right)}\| >t_{\frac{\alpha}{2}}\right)=Pr\left(\| b_{k}\mathbf{\beta_{k}\| >\widehat{se}\left(b_{k}\right) t_{\frac{\alpha}{2}}\right)=Pr\left( b_{k}+\widehat{se}\left( b_{k}\right) t_{\frac{\alpha}{2}}<\beta_{k}<b_{k}+\widehat{se}\left( b_{k}\right) t_{\frac{\alpha}{2}}\right)$}

• powinno być:

{$Pr\left(\| \frac{b_{k}\mathbf}\beta_{k}}{\widehat{se}\left(b_{k}\right)}\| <t_{\frac{\alpha}{2}}\right)=Pr\left(\| b_{k}\mathbf{\beta_{k}\| <\widehat{se}\left(b_{k}\right) t_{\frac{\alpha}{2}}\right)=Pr\left( b_{k}-\widehat{se}\left( b_{k}\right) t_{\frac{\alpha}{2}}<\beta_{k}<b_{k}+\widehat{se}\left( b_{k}\right) t_{\frac{\alpha}{2}}\right)=1-\alpha$}

str.108, przykład 5.3, 3 linia, (zauważyła Justyna Lipska)

• jest: Posługując się wariancją błędu prognozy
• powinno być: Posługując się wariancją prognozy

str.108, ostatni od dołu, (dodał SC)

• jest:

{$Pr(y^_f+\hat{se}(y^_f)t_{\alpha/2}<x_f\beta<y_f+\hat{se}(y^_f)t_{\alpha/2})=\alpha$}

• powinno być:

{$Pr(y^_f-\hat{se}(y^_f)t_{\alpha/2}<x_f\beta<y_f+\hat{se}(y^_f)t_{\alpha/2})=1-\alpha$}

str.109, pierwszy wzór, (dodał SC)

• jest:

{$Pr(\hat{y}_f+\hat{se}(e^_f)t_{\alpha/2}<y_f<\hat{y}_f+\hat{se}(e^_f)t_{\alpha/2})=\alpha$}

• powinno być:

{$Pr(\hat{y}_f-\hat{se}(e^_f)t_{\alpha/2}<y_f<\hat{y}_f+\hat{se}(e^_f)t_{\alpha/2})=1-\alpha$}

str. 116, drugi wzór, (dodał JM)

• jest

{$e_R=y-Xb_R=y-Xb+(X'X)^{-1}H'[H(X'X)^{-1}H']^{-1}(Hb-h)$}

• powinno być

{$e_R=y-Xb_R=y-Xb+X(X'X)^{-1}H'[H(X'X)^{-1}H']^{-1}(Hb-h)$}

str. 116, 3 linia od dołu (dodał PS) jest $e'e+(Hb-h)[H(X'X)^{-1}H']^{-1}(Hb-h)$ powinno być: $e'e+(Hb-h)'[H(X'X)^{-1}H']^{-1}(Hb-h)$

str. 117, 4 i 5 linia od dołu (dodał JM)

• jest: a uzyskany model jest prostszy
• powinno być: fragment usunięty

str. 118, ostatnia linia od dołu (dodał JM)

• jest:

{$\alpha^{\ast}=1-F^{-1}_{8,6500}\left( 344.56\right) \approx 0.0000<\alpha=0.05$}

• powinno być:

{$\alpha^{\ast}=1-F_{8,6500}\left( 344.56\right) \approx 0.0000<\alpha=0.05$}

str. 119, 3 wzór od góry, (dodał JM)

• jest

{$\alpha^{\ast}=1-F^{-1}_{6,6500}\left(346.26\right)\approx 0.0000<\alpha=0.05$}

• powinno być:

{$\alpha^{\ast}=1-F_{6,6500}\left(346.26\right)\approx 0.0000<\alpha=0.05$}

str. 119, 1 wzór od dołu, (dodał JM)

• jest:

{$\alpha^{\ast}=1-F^{-1}_{4,6500}\left( 5.78\right) \approx 0.0001<\alpha=0.05$}

• powinno być:

{$\alpha^{\ast}=1-F_{4,6500}\left( 5.78\right) \approx 0.0001<\alpha=0.05$}

str. 123, definicja wektorów, (dodał JM)

• jest {$x_a=$}
• powinno być {$v_b=$}

str. 130, 3 linia podrozdziału 6.1.1, (dodał JM)

• jest: hipotezę o nieliniowej formie modelu
• powinno być: hipotezę o liniowej formie modelu

str. 130, ostatni wzór, (dodał TM)

• jest:

{$y_{i}=\beta_{1}x_{1i}+\ldots+\beta_{k}x_{ki}+\sum_{r=1}^{K}\sum_{s=1}^{r}\gamma_{rs}x_{r}x_{i}+\varepsilon_{i}^{\ast}.$}

• powinno być:

{$y_{i}=\beta_{1}x_{1i}+\ldots+\beta_{k}x_{ki}+\sum_{r=1}^{K}\sum_{s=1}^{r}\gamma_{rs}x_{ri}x_{si}+\varepsilon_{i}^{\ast}.$}

str. 131, druga linia od góry, (dodał TM)

• jest: zmiennych objaśnianych iloczynów {$x_r x_i$} ...
• powinno być: zmiennych objaśnianych iloczynów {$x_{ri} x_{si}$} ...

str. 131, pod pierwszym wzorem od góry, (dodał JM)

• jest: gdzie {$\gamma_{s}=f^{\left( s\right)}\left(0\right)$}
• powinno być: gdzie {$\gamma_{s}=\frac{1}{s!}f^{\left( s\right)}\left(0\right)$}

str. 145, wiersz 13 od dołu, (dodał PS)

• jest: .. wszystkie kwadraty oraz iloczyny zmiennych.
• powinno być .. wszystkie kwadraty oraz iloczyny krzyżowe zmiennych

str.147, pkt.1, (dodał SC)

• jest: (a) {$DW<d_L$}: odrzucamy H0 o homoskedastyczności i przyjmujemy hipotezę o dodatniej autokorelacji
• powinno być: (a) {$DW<d_L$}: odrzucamy H0 o braku autokorelacji i przyjmujemy hipotezę o dodatniej autokorelacji

str.147, pkt.1, (dodał SC)

• jest: (c) {$DW>d_U$}: nie ma podstaw do odrzucenia H0 o homoskedastyczności
• powinno być: (c) {$DW>d_U$}: nie ma podstaw do odrzucenia H0 o braku autokorelacji

str.147, pkt.2, (dodał SC)

• jest: (a) {$DW>4-d_L$}: odrzucamy H0 o homoskedastyczności i przyjmujemy hipotezę o ujemnej autokorelacji
• powinno być: (a) {$DW>4-d_L$}: odrzucamy H0 o braku autokorelacji i przyjmujemy hipotezę o ujemnej autokorelacji

str.147, pkt.2, (dodał SC)

• jest: (c) {$DW<4-dU$}: nie ma podstaw do odrzucenia H0 o homoskedastyczności
• powinno być: (c){$DW<4-d_U$}: nie ma podstaw do odrzucenia H0 o braku autokorelacji

str. 148, 1 wzór od dołu, (dodał JM)

• jest: {$H_{0}:\varepsilon_{t}=\gamma_{1}\varepsilon_{t-1}+\ldots+\gamma_{s}\varepsilon_{s}+u_{t}$}
• powinno być: {$H_{1}:\varepsilon_{t}=\gamma_{1}\varepsilon_{t-1}+\ldots+\gamma_{s}\varepsilon_{t-s}+u_{t}$}

str. 156, 3 i 4 linia od dołu rozwiązania przykładu 7.3, (dodał JM)

• jest: {$\beta_{2}>0$} i {$\rho_{x_{1}x_{2}}>0$}
• powinno być: {$\beta_{2}<0$} i {$\rho_{x_{1}x_{2}}<0$}

str 160, (dodał PS) Dźwignia jest miarą wpływu danej obserwacji na wyniki regresji a nie jej nietypowości

str. 168, tytuł tabeli 7.10, (dodał PS)

• jest: Regresja bez zmiennej {$staz17c^5$}
• powinno być: Regresja bez zmiennej {$staz^5$}

str. 168, wiersz 2 od dołu, (dodał PS)

• jest {$M_{X2}=I-X_2'(X_2'X_2)^{-1}X_2$}
• powinno być {$M_{X2}=I-X_2(X_2'X_2)^{-1}X_2'$}

str. 169, wiersz 4, (dodał PS)

• jest: Mnożąc obie strony tego równania prawostronnnie przez {$X_1'$}
• powinno być: Mnożąc obie strony tego równania lewostronnnie przez {$X_1'$}

str. 169, wiersz 6, (dodał PS)

• jest: mnożąc teraz obie strony tego równania przez {$X_1'M_{X2}X_1$}
• powinno być: mnożąc teraz lewostronnie obie strony równania przez {$(X_1'M_{X2}X_1)^{-1}$}

str 175, wiersz 7 od dołu, dodał PS)

• jest: "skoro ogólnie {$E(AB) \neq E(A)E(B)$}
• powinno być "skoro ogólnie {$E(AB)=E(A)E(B)$}"

str 179. (dodał PS) Słabsze warunki zgodności (1) oraz (3) granice powinny byc równe zero.

Literówki itp.

str. 14. punkt 2.2. 4 wiersz, (dodał PS)

• jest: się przewidzieć dokładnie podstawie teorii
• powinno być: się przewidzieć dokładnie na podstawie teorii

str. 14. punkt 2.2. ostatni wiersz, (dodał PS)

• jest: na tym przykładzie
• powinno być: w tym przykładzie

str. 20. ostatni wiersz, (dodał PS)

• jest: model liniowego
• powinno być: model liniowy

str. 85, przykład 4.4. 1 linia, (dodał TM)

• jest: Dla tego model macierz
• powinno być: Dla tego modelu macierz

str. 95, przykład 4.11. 3 linia, (dodał TM)

• jest: Korzystając ze wzoru na uzyskujemy, że ...
• powinno być: Korzystając ze wzoru na błąd estymacji uzyskujemy, że ...

str. 101, 11 linia, (dodał TM)

• jest: ... będzie nas skłaniać odrzucenie ...
• powinno być: ... będzie nas skłaniać do odrzucenia ...

str. 102, podrozdział 5.1.1. 3 linia, (dodał JM)

• jest równością:
• powinno być: jest dana równością:

str. 104, podrozdział 5.2.1. 1 linia, (dodał TM)

• jest: ... ma wielowymiarowy rozkład normalnym.
• powinno być: ... ma wielowymiarowy rozkład normalny.

str. 110, rysunek, (dodał JM)

• brak opisu
• powinno być: (rysunek z lewej strony) przedział ufności dla wartości oczekiwanej, (rysunek z prawej strony) przedział ufności dla realizacji. Podpis pod całością: Porównanie przedziałów ufności dla wartości oczekiwanych i realizacji

str. 118, 5wiersz od dołu, (dodał PS)

• jest: więc więc
• powinno być: więc

str. 130, rozwinięcie skrótu RESET , (zauważyła Justyna Lipska)

• jest: Regresion
• powinno być: Regression

str.132, 6 linia od góry, (dodał TM)

• jest: możemy uzyskać model o tak skomplikowanej i trudnej ...
• powinno być: możemy uzyskać model o skomplikowanej i trudnej ...

str.139, podrozdział 6.3.3. 2 linia od góry, (dodał TM)

• jest: ... Testu Chowa jest
• powinno być: ... Test Chowa jest

str.141, Tabela 6.1, (dodał TM)

• jest: Tabela 6.1: Dekompozycja RSS według wielkści miejscowości
• powinno być: Tabela 6.1: Dekompozycja RSS według wielkości miejscowości

str. 151, 3. linijka od dołu, (zauważyła Justyna Lipska)

• jest: sformułować modelu statystyczny
• powinno być: sformułować model statystyczny